144 resultados para Desigualdades regionales
Resumo:
OBJETIVO: Estimar a prevalência e a extensão da cárie radicular na população adulta e idosa do Brasil. MÉTODOS: A partir dos dados da Pesquisa Nacional de Saúde Bucal (SBBrasil 2010) foram examinados 9.564 adultos e 7.509 idosos em domicílios das 26 capitais e no Distrito Federal e de 150 municípios do interior de cada macrorregião. Adotaram-se os critérios de diagnóstico preconizados pela Organização Mundial da Saúde. Para estudo da prevalência e de extensão utilizou-se o índice de cárie radicular e o índice de raízes cariadas e obturadas. RESULTADOS: A prevalência de cárie radicular foi de 16,7% nos adultos e 13,6% nos idosos; o índice de raízes cariadas e obturadas foi de 0,42 e 0,32, respectivamente, a maior parte composta por cárie não tratada. Observaram-se diferenças na experiência de cárie radicular entre capitais e macrorregiões, com valores maiores em capitais do Norte e Nordeste. O índice de cárie radicular nos adultos variou de 1,4% em Aracaju (SE) a 15,1% em Salvador (BA) e nos idosos de 3,5% em Porto Velho (RO) a 29,9% em Palmas (TO). Verificou-se incremento da cárie radicular com a idade e maior expressividade da doença em homens de ambos os grupos etários. CONCLUSÕES: Identificou-se uma grande variação da prevalência e extensão da cárie radicular entre e dentro das regiões do Brasil, tanto em adultos quanto em idosos, e a maior parte da cárie radicular encontra-se não tratada. Recomenda-se a incorporação deste agravo ao sistema de vigilância em saúde bucal, devido à sua tendência crescente.
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OBJETIVO: Analisar a perda dentária com base em estimativas do número médio de dentes perdidos, prevalência de ausência de dentição funcional e edentulismo em adolescentes, adultos e idosos brasileiros, comparando-a com resultados de 2003. MÉTODOS: Os dados referem-se à Pesquisa Nacional de Saúde Bucal (SBBrasil 2010): adolescentes de 15 a 19 anos (n = 5.445), adultos entre 35 e 44 anos (n = 9.779) e idosos entre 65 e 74 anos (n = 7.619). O número de dentes perdidos, a prevalência de indivíduos sem dentição funcional (< 21 dentes naturais) e de edentulismo (perda total dos dentes) foram estimados para cada grupo etário, capitais e macrorregiões brasileiras. Foram realizadas análises de regressão logística (perdas dentárias) e de Poisson (ausência de dentição funcional e edentulismo) multivariáveis para identificar fatores socioeconômicos e demográficos associados a cada desfecho. RESULTADOS: A prevalência de perdas dentárias entre adolescentes foi de 17,4% (38,9% em 2002-3), variando de 8,1% entre os estratos de maior renda a quase 30% entre os menos escolarizados. Entre adolescentes, as mulheres, pardos e pretos, os de menor renda e escolaridade apresentaram maiores prevalências de perdas. Ausência de dentição funcional ocorreu em aproximadamente ¼ dos adultos, sendo superior nas mulheres, nos pretos e pardos, nos de menor renda e escolaridade. A média de dentes perdidos em adultos declinou de 13,5 em 2002-3 para 7,4 em 2010. Mais da metade da população idosa é edêntula (similar em 2002-3); maiores prevalências de edentulismo em idosos foram observadas em mulheres, nos de menores renda e escolaridade. A média de dentes perdidos em adolescentes variou de 0,1 (Curitiba e Vitória) a 1,2 (interior da região Norte). Entre adultos, a menor média encontrada foi 4,2 (Vitória) e a maior 13,6 (Rio Branco). CONCLUSÕES: Houve importante redução nas perdas dentárias em adolescentes e adultos em comparação com dados de 2003, mas não entre os idosos. As perdas dentárias apresentam marcadas desigualdades sociais e regionais.
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OBJETIVO: Descrever o padrão de distribuição das oclusopatias em adolescentes brasileiros e identificar fatores associados a esse agravo bucal. MÉTODOS: Foram analisados dados de 7.328 e 5.445 adolescentes de 12 e 15-19 anos, respectivamente, participantes da Pesquisa Nacional de Saúde Bucal (SBBrasil 2010). O desfecho foi oclusopatia muito grave segundo o índice de estética dental. As variáveis de exposição foram sexo, cor da pele, renda familiar mensal, número de bens, aglomeração no domicílio, cárie não tratada, perda dentária, uso, frequência e motivo da consulta odontológica. Foram conduzidas análises de regressão logística considerando a complexidade do desenho amostral, com base em modelo hierarquizado. RESULTADOS: Prevalência de oclusopatia muito grave foi observada em 6,5% e 9,1% nos jovens de 12 e 15-19 anos, respectivamente. Após análise ajustada, a chance do desfecho foi 1,59 (IC95% 1,08;2,34) vez maior nos pardos e pretos em relação aos brancos e 2,66 (IC95% 1,26;5,63) vezes maior dentre aqueles com perda de pelo menos um primeiro molar aos 12 anos. Jovens de 15-19 anos cuja renda familiar mensal foi de até R$ 1.500,00 (OR 2,69 [IC95% 1,62;4,47]) e aqueles que consultaram o dentista para tratamento (OR 2,59 [IC95% 2,55;4,34]) apresentaram maior chance de oclusopatia muito grave quando comparados aos de maior renda e que procuraram o dentista para prevenção. CONCLUSÕES: A distribuição das oclusopatias em adolescentes brasileiros segue o padrão de iniquidade social de outros agravos à saúde. Essas informações são úteis para a formulação de critérios relacionados tanto com a distribuição e provisão de recursos quanto com as prioridades de tratamento ortodôntico fundamentados no princípio da equidade da atenção à saúde bucal.
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OBJETIVO: Avaliar a associação entre a prevalência de má oclusão em crianças aos 12 anos de idade com variáveis individuais e contextuais. MÉTODOS: Foi realizado um estudo transversal analítico com dados da Pesquisa Nacional de Saúde Bucal – SBBrasil 2010. O desfecho estudado foi a má oclusão, categorizada em ausente, definida, severa e muito severa. As variáveis independentes foram classificadas em individuais e contextuais. Os dados foram analisados por meio de modelo multinível, considerando nível de 5% de significância. RESULTADOS: A prevalência de má oclusão severa e muito severa nas crianças com 12 anos de idade não diferiu entre as regiões brasileiras, mas sim entre as cidades (p < 0,001). Crianças do sexo masculino (p = 0,033), de menor renda (p = 0,051), que consultaram o dentista (p = 0,009), com menor satisfação com a boca e os dentes (p < 0,001) e com vergonha de sorrir (p < 0,001) apresentaram má oclusão de maior gravidade. As características das cidades também afetaram a gravidade da má oclusão; cidades com mais famílias com benefício social por 1.000 habitantes, com menores notas do índice de desempenho do sistema de saúde e menor renda per capita foram estatisticamente associadas com a má oclusão. CONCLUSÕES: Associações significativas entre a presença e gravidade da má oclusão foram observadas em nível individual e contextual.
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OBJETIVO : Analisar o impacto do tempo de clampeamento e parâmetros obstétricos, biológicos e socioeconômicos sobre a reserva de ferro de neonatos nascidos a termo. MÉTODOS : Estudo transversal pelo qual foram avaliados os parâmetros hematológicos de neonatos de Viçosa, MG, de outubro de 2011 a julho de 2012. Foram coletados 7 mL de sangue do cordão umbilical de 144 neonatos a termo e sem baixo peso. Os parâmetros investigados foram: hemograma completo, ferro sérico, ferritina e proteína C-reativa. O tempo de clampeamento do cordão umbilical foi mensurado utilizando cronômetro digital sem interferir nos procedimentos do parto. Os dados de nascimento foram coletados nas Declarações de Nascidos Vivos e as demais informações foram obtidas com a mãe do neonato por aplicação de questionário no primeiro mês pós-parto. Realizou-se análise de regressão linear múltipla visando a estimar a influência de variáveis obstétricas, biológicas e socioeconômicas nos níveis de ferritina ao nascer. RESULTADOS : A mediana de ferritina foi 130,3 µg/L (n = 129, mínimo de 16,4 e máximo 420,5 µg/L), a média de ferro sérico foi 137,9 μg/dL (n = 144, dp = 39,29) e de hemoglobina, 14,7 g/dL (n = 144, dp = 1,47). O tempo mediano de clampeamento do cordão foi 36 segundos, variando entre sete e 100. A análise bivariada detectou associação entre os níveis de ferritina e a cor da criança, tempo de clampeamento de 60 segundos, tipo de parto, a presença de diabetes gestacional e a renda per capita da família. Renda per capita, número de consultas pré-natais e o comprimento ao nascer contribuíram com 22,0% da variação dos níveis de ferritina na análise múltipla. CONCLUSÕES : A reserva de ferro ao nascer sofreu influência de características biológicas, obstétricas e sociais. O combate à anemia deve envolver a implementação de um critério de clampeamento tardio do cordão umbilical para as diretrizes de trabalho de parto, bem como a criação de políticas voltadas para a redução das desigualdades sociais e melhoria da qualidade do atendimento pré-natal.
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OBJECTIVE To estimate the burden of type 2 diabetes mellitus and its percentage attributable to overweight and obesity in Brazil.METHODS The burden of diabetes mellitus was described in terms of disability-adjusted life years, which is the sum of two components: years of life lost and years lived with disability. To calculate the fraction of diabetes mellitus attributable to overweight, obesity, and excess weight, we used the prevalence of these risk factors according to sex and age groups (> 20 years) obtained from the 2008 Pesquisa Dimensões Sociais das Desigualdades (Social Dimensions of Inequality Survey) and the relative risks derived from the international literature.RESULTS Diabetes mellitus accounted for 5.4% of Brazilian disability-adjusted life years in 2008, with the largest fraction attributed to the morbidity component (years lived with disability). Women exhibited higher values for disability-adjusted life years. In Brazil, 49.2%, 58.3%, and 70.6% of diabetes mellitus in women was attributable to overweight, obesity, and excess weight, respectively. Among men, these percentages were 40.5%, 45.4%, and 60.3%, respectively. Differences were observed with respect to Brazilian regions and age groups.CONCLUSIONS A large fraction of diabetes mellitus was attributable to preventable individual risk factors and, in about six years, the contribution of these factors significant increased, particularly among men. Policies aimed at promoting healthy lifestyle habits, such as a balanced diet and physical activity, can have a significant impact on reducing the burden of diabetes mellitus in Brazil.
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A epidemia da infecção pelo HIV e da AIDS constitui fenômeno global, dinâmico e instável, traduzindo-se por verdadeiro mosaico de sub-epidemias regionais. Resultante das profundas desigualdades da sociedade brasileira, a propagação da infecção pelo HIV e da AIDS revela epidemia de múltiplas dimensões que vem sofrendo transformações epidemiológicas significativas. Inicialmente restrita aos grandes centros urbanos e marcadamente masculina, a atual epidemia do HIV e da AIDS caracteriza-se pelos processos de heterossexualização, feminização, interiorização e pauperização. As mudanças no perfil da AIDS no Brasil devem-se à difusão geográfica da doença a partir dos grandes centros urbanos em direção aos municípios de médio e pequeno porte, ao aumento da transmissão por via heterossexual e ao persistente crescimento dos casos entre usuários de drogas injetáveis. O aumento da transmissão por contato heterossexual implica no crescimento substancial de casos em mulheres, o qual tem sido apontado como uma das mais importantes características do atual quadro da epidemia no Brasil.
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Analisa-se a evolução da mortalidade por DIP em Salvador-BA e seus diferenciais intra-urbanos mediante estudo de série temporal e de agregados espaciais, nos anos noventa. O DATASUS e declarações de óbitos foram as fontes de dados. Na análise temporal, empregou-se mortalidade proporcional, taxa de mortalidade e razão de mortalidade padronizada (RMP). No estudo espacial, analisou-se as taxas de mortalidade por DIP segundo um índice de condições de vida (ICV). Entre 1991 e 1995, a mortalidade proporcional por DIP foi de 8,3% e o risco de morrer variou entre 55,9 e 34,0 por 100 mil habitantes. No período seguinte, a variação foi entre 52,8 e 41,1 por 100 mil habitantes. A razão de mortalidade padronizada por doenças infecciosas e parasitárias em 1998 foi de 1,3. As doenças infecciosas intestinais continuam sendo uma das principais causas de morte desse grupo. As áreas da cidade onde as condições de vida eram mais baixas concentravam as maiores taxas de mortalidade por DIP. A despeito do declínio, ainda existe um excesso de mortalidade por DIP em Salvador. O modelo de desenvolvimento do país e a reemergência de algumas doenças podem estar contribuindo para este padrão.
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En este estudio, se inventariaron 46 especies de especies fructíferas en la comunidad negra de Itacoã, Acará, Pará, situada a pocos kilómetros de la ciudad de Belem en el Estuario Amazónico. De igual manera se investigó las diversas actividades productivas desarrolladas por las familias y su relación con la generación de renta. Los principales métodos usados en el trabajo fueron las entrevistas y la visita a los quintales y otras áreas de producción de frutas (várzeas y purmas) para identificación y localización de las especies fructíferas. Existe alta diversidad de frutas en todo el territorio, especialmente en los quintales, con abundancia de especies de interés nutricional y/o comercial e importancia de la comercialización de esta producción como fuente de recursos económicos para las familias residentes. De hecho, para el 28% de las unidades familiares, la principal fuente de ingresos anuales es la venta de frutas regionales, a pesar de su marcada estacionalidad, con picos de fructificación durante el período más lluvioso del año. Por último, este estudio reafirma al quintal como modalidad de sistema agroforestal tradicional con bajo uso de insumos, alta diversidad de especies útiles y su múltiple funcionalidad: producción de frutas de origen extractivo, garantía de ingresos monetarios, seguridad alimentar y mantenimiento de relaciones de intercambio no monetario entre los comunitarios.
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FUNDAMENTO: Análises de mortalidade por doenças cujo desfecho depende de intervenção médica adequada e oportuna permitem apontar fragilidades e desigualdades de acesso no cuidado à saúde. Doenças isquêmicas do coração servem como modelo para essa avaliação. OBJETIVO: O estudo investiga os fatores associados ao óbito hospitalar nas internações por infarto agudo do miocárdio (IAM) e insuficiência coronariana (IC), e se a via de internação pela Central de Internação (CI) da Secretaria Municipal de Saúde de Belo Horizonte (SMSA-BH) esteve associada ao óbito hospitalar após ajuste por fatores relevantes. MÉTODOS: Dados obtidos das Autorizações de Internações Hospitalares (AIH) e dos laudos e pedidos de vaga para internações da SMSA sobre a última internação realizada com hipótese diagnóstica de IAM ou IC. Análise multivariada foi realizada para identificar fatores de risco para o óbito hospitalar. RESULTADOS: Não houve associação entre via de acesso à internação e risco de óbito hospitalar por essas causas. Análise multivariada demonstrou maior risco de óbito para pacientes com 60 anos de idade ou mais velhos (odds ratio [OR] = 2,9), hipótese diagnóstica de IAM (OR = 3,0), uso de Unidade de Terapia Intensiva [UTI] (OR = 1,6), sexo feminino (OR = 1,4), especialidade cirúrgica (OR = 1,9) e hospital público (OR = 3,5). Nas internações por IAM, houve também maior risco de morte de pacientes internados no fim de semana (OR = 1,7). CONCLUSÃO: Novas investigações são necessárias para avaliar a assistência prestada nos finais de semana e a realizada nos hospitais públicos, levando em consideração outros fatores dos hospitais, dos pacientes e do processo da assistência, para subsidiar propostas que garantam maior eqüidade e maior qualidade da assistência pública.
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FUNDAMENTO: Fatores relacionados ao nível sócio-econômico, à qualidade e à gestão assistencial podem influenciar na letalidade e morbidade por infarto agudo do miocárdio (IAM). OBJETIVO: Comparar letalidade e morbidade por IAM entre hospital público e privado. MÉTODOS: Estudo observacional, com grupos de comparação. Avaliação clínica na admissão e registro de dados diagnósticos, terapêuticos e evolutivos até a alta ou o óbito. Comparação das características clínicas por análise univariada seguida de análise bivariada, avaliando a associação de preditores com óbito e morbidade (Killip >I), SPSS, versão 13,0. RESULTADOS: Avaliados 150 pacientes, 63 (42,0%) privados e 87 (58,0%) públicos, com 63,1% e 62,1% de homens e idades de 61,1±13,8 e 60,0±11,6 anos, respectivamente. A letalidade por IAM foi de 19,5% nos públicos vs 4,8% nos privados (p=0,001) e a morbidade (Killip classe >1) de 34,3% nos públicos vs 15,0% nos privados (p=0,012). Houve diferença significativa nos públicos devido à menor renda familiar e escolaridade (70,1% com um a dois salários vs 19,0%, p<0,001, e 49,4% de analfabetos vs 6,3%, p<0,001, respectivamente), maior tempo de chegada ao hospital (TDH>1 hora: 76,9% vs 48,6%; p=0,003) e maior tempo para ser medicado (THM>15 minutos: 47,1% vs 8,0%, p<0,001), UTI para 8% vs 94% nos privados e trombólise para 20,6% vs 54,0%, respectivamente (p<0,001). CONCLUSÃO: Letalidade e morbidade maior no paciente público, que se apresentou mais grave, mais tardiamente e recebeu tratamento de menor qualidade.
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1) Chamamos um desvio relativo simples o quociente de um desvio, isto é, de uma diferença entre uma variável e sua média ou outro valor ideal, e o seu erro standard. D= v-v/ δ ou D = v-v2/δ Num desvio composto nós reunimos vários desvios de acordo com a equação: D = + Σ (v - 2)²: o o = o1/ o o Todo desvio relativo é caracterizado por dois graus de liberdade (número de variáveis livres) que indicam de quantas observações foi calculado o numerador (grau de liberdade nf1 ou simplesmente n2) e o denominador (grau de liberdade nf2 ou simplesmente n2). 2) Explicamos em detalhe que a chamada distribuição normal ou de OAUSS é apenas um caso especial que nós encontramos quando o erro standard do dividendo do desvio relativo é calculado de um número bem grande de observações ou determinado por uma fórmula teórica. Para provar este ponto foi demonstrado que a distribuição de GAUSS pode ser derivada da distribuição binomial quando o expoente desta torna-se igual a infinito (Fig.1). 3) Assim torna-se evidente que um estudo detalhado da variação do erro standard é necessário. Mostramos rapidamente que, depois de tentativas preliminares de LEXIS e HELMERT, a solução foi achada pelos estatísticos da escola londrina: KARL PEARSON, o autor anônimo conhecido pelo nome de STUDENT e finalmente R. A. FISHER. 4) Devemos hoje distinguir quatro tipos diferentes de dis- tribuições de acaso dos desvios relativos, em dependência de combinação dos graus de liberdade n1 e n2. Distribuição de: fisher 1 < nf1 < infinito 1 < nf2 < infinito ( formula 9-1) Pearson 1 < nf1 < infinito nf 2= infinito ( formula 3-2) Student nf2 = 1 1 < nf2= infinito ( formula 3-3) Gauss nf1 = 1 nf2= infinito ( formula 3-4) As formas das curvas (Fig. 2) e as fórmulas matemáticas dos quatro tipos de distribuição são amplamente discutidas, bem como os valores das suas constantes e de ordenadas especiais. 5) As distribuições de GAUSS e de STUDENT (Figs. 2 e 5) que correspondem a variação de desvios simples são sempre simétricas e atingem o seu máximo para a abcissa D = O, sendo o valor da ordenada correspondente igual ao valor da constante da distribuição, k1 e k2 respectivamente. 6) As distribuições de PEARSON e FISHER (Fig. 2) correspondentes à variação de desvios compostos, são descontínuas para o valor D = O, existindo sempre duas curvas isoladas, uma à direita e outra à esquerda do valor zero da abcissa. As curvas são assimétricas (Figs. 6 a 9), tornando-se mais e mais simétricas para os valores elevados dos graus de liberdade. 7) A natureza dos limites de probabilidade é discutida. Explicámos porque usam-se em geral os limites bilaterais para as distribuições de STUDENT e GAUSS e os limites unilaterais superiores para as distribuições de PEARSON e FISHER (Figs. 3 e 4). Para o cálculo dos limites deve-se então lembrar que o desvio simples, D = (v - v) : o tem o sinal positivo ou negativo, de modo que é em geral necessário determinar os limites bilaterais em ambos os lados da curva (GAUSS e STUDENT). Os desvios relativos compostos da forma D = O1 : o2 não têm sinal determinado, devendo desprezar-se os sinais. Em geral consideramos apenas o caso o1 ser maior do que o2 e os limites se determinam apenas na extremidade da curva que corresponde a valores maiores do que 1. (Limites unilaterais superiores das distribuições de PEARSON e FISHER). Quando a natureza dos dados indica a possibilidade de aparecerem tanto valores de o(maiores como menores do que o2,devemos usar os limites bilaterais, correspondendo os limites unilaterais de 5%, 1% e 0,1% de probabilidade, correspondendo a limites bilaterais de 10%, 2% e 0,2%. 8) As relações matemáticas das fórmulas das quatro distribuições são amplamente discutidas, como também a sua transformação de uma para outra quando fazemos as necessárias alterações nos graus de liberdade. Estas transformações provam matematicamente que todas as quatro distribuições de acaso formam um conjunto. Foi demonstrado matematicamente que a fórmula das distribuições de FISHER representa o caso geral de variação de acaso de um desvio relativo, se nós extendermos a sua definição desde nfl = 1 até infinito e desde nf2 = 1 até infinito. 9) Existe apenas uma distribuição de GAUSS; podemos calcular uma curva para cada combinação imaginável de graus de liberdade para as outras três distribuições. Porém, é matematicamente evidente que nos aproximamos a distribuições limitantes quando os valores dos graus de liberdade se aproximam ao valor infinito. Partindo de fórmulas com área unidade e usando o erro standard como unidade da abcissa, chegamos às seguintes transformações: a) A distribuição de STUDENT (Fig. 5) passa a distribuição de GAUSS quando o grau de liberdade n2 se aproxima ao valor infinito. Como aproximação ao infinito, suficiente na prática, podemos aceitar valores maiores do que n2 = 30. b) A distribuição de PEARSON (Fig. 6) passa para uma de GAUSS com média zero e erro standard unidade quando nl é igual a 1. Quando de outro lado, nl torna-se muito grande, a distribuição de PEARSON podia ser substituída por uma distribuição modificada de GAUSS, com média igual ale unidade da abcissa igual a 1 : V2 n 1 . Para fins práticos, valores de nl maiores do que 30 são em geral uma aproximação suficiente ao infinito. c) Os limites da distribuição de FISHER são um pouco mais difíceis para definir. I) Em primeiro lugar foram estudadas as distribuições com n1 = n2 = n e verificamos (Figs. 7 e 8) que aproximamo-nos a uma distribuição, transformada de GAUSS com média 1 e erro standard l : Vn, quando o valor cresce até o infinito. Como aproximação satisfatória podemos considerar nl = n2 = 100, ou já nl =r n2 - 50 (Fig. 8) II) Quando n1 e n2 diferem (Fig. 9) podemos distinguir dois casos: Se n1 é pequeno e n2 maior do que 100 podemos substituir a distribuição de FISHER pela distribuição correspondente de PEARSON. (Fig. 9, parte superior). Se porém n1é maior do que 50 e n2 maior do que 100, ou vice-versa, atingimos uma distribuição modificada de GAUSS com média 1 e erro standard 1: 2n1 n3 n1 + n2 10) As definições matemáticas e os limites de probabilidade para as diferentes distribuições de acaso são dadas em geral na literatura em formas bem diversas, usando-se diferentes sistemas de abcissas. Com referência às distribuições de FISHER, foi usado por este autor, inicialmente, o logarítmo natural do desvio relativo, como abcissa. SNEDECOR (1937) emprega o quadrado dos desvios relativos e BRIEGER (1937) o desvio relativo próprio. As distribuições de PEARSON são empregadas para o X2 teste de PEARSON e FISHER, usando como abcissa os valores de x² = D². n1 Foi exposto o meu ponto de vista, que estas desigualdades trazem desvantagens na aplicação dos testes, pois atribui-se um peso diferente aos números analisados em cada teste, que são somas de desvios quadrados no X2 teste, somas des desvios quadrados divididos pelo grau de liberdade ou varianças no F-teste de SNEDECOR, desvios simples no t-teste de STUDENT, etc.. Uma tábua dos limites de probabilidade de desvios relativos foi publicada por mim (BRIEGER 1937) e uma tábua mais extensa será publicada em breve, contendo os limites unilaterais e bilaterais, tanto para as distribuições de STUDENT como de FISHER. 11) Num capítulo final são discutidas várias complicações que podem surgir na análise. Entre elas quero apenas citar alguns problemas. a) Quando comparamos o desvio de um valor e sua média, deveríamos corretamente empregar também os erros de ambos estes valores: D = u- u o2 +²5 Mas não podemos aqui imediatamente aplicar os limites de qualquer das distribuições do acaso discutidas acima. Em geral a variação de v, medida por o , segue uma distribuição de STUDENT e a variação da média V segue uma distribuição de GAUSS. O problema a ser solucionado é, como reunir os limites destas distribuições num só teste. A solução prática do caso é de considerar a média como uma constante, e aplicar diretamente os limites de probabilidade das dstribuições de STUDENT com o grau de liberdade do erro o. Mas este é apenas uma solução prática. O problema mesmo é, em parte, solucionado pelo teste de BEHRENDS. b) Um outro problema se apresenta no curso dos métodos chamados "analysis of variance" ou decomposição do erro. Supomos que nós queremos comparar uma média parcial va com a média geral v . Mas podemos calcular o erro desta média parcial, por dois processos, ou partindo do erro individual aa ou do erro "dentro" oD que é, como explicado acima, uma média balançada de todos os m erros individuais. O emprego deste último garante um teste mais satisfatório e severo, pois êle é baseado sempre num grau de liberdade bastante elevado. Teremos que aplicar dois testes em seguida: Em primeiro lugar devemos decidir se o erro ou difere do êrro dentro: D = δa/δ0 n1 = np/n2 m. n p Se este teste for significante, uma substituição de oa pelo oD não será admissível. Mas mesmo quando o resultado for insignificante, ainda não temos certeza sobre a identidade dos dois erros, pois pode ser que a diferença entre eles é pequena e os graus de liberdade não são suficientes para permitir o reconhecimento desta diferença como significante. Podemos então substituirmos oa por oD de modo que n2 = m : np: D = V a - v / δa Np n = 1 n2 = np passa para D = v = - v/ δ Np n = 1 n2 = m.n p as como podemos incluir neste último teste uma apreciação das nossas dúvidas sobre o teste anterior oa: oD ? A melhor solução prática me parece fazer uso da determinação de oD, que é provavelmente mais exata do que oa, mas usar os graus de liberdade do teste simples: np = 1 / n2 = np para deixar margem para as nossas dúvidas sobre a igualdade de oa a oD. Estes dois exemplos devem ser suficientes para demonstrar que apesar dos grandes progressos que nós podíamos registrar na teoria da variação do acaso, ainda existem problemas importantes a serem solucionados.
Resumo:
Buscou-se compreender como as desigualdades sociais e de saúde expressam-se no perfil saúde-doença de pessoas, com perdas funcionais e dependência, atendidas no domicílio por equipes de Saúde da Família nos distritos administrativos do município de São Paulo. Os distritos foram agrupados em relação ao Índice de Exclusão Social por meio de uma análise de cluster, seguida da descrição estatística das variáveis, comparando-as entre si. Para o município como um todo, verificou-se predominância de mulheres idosas, com incapacidade leve e que requerem cuidados de menor complexidade, compatíveis com a Atenção Básica. Nos distritos com maior exclusão social, identificou-se proporção de homens com menos de 60 anos e crianças com incapacidade severa, que necessitam de cuidados de maior complexidade em relação aos de menor exclusão. Discute-se a necessidade de elaboração de políticas de atenção domiciliária que contemplem as especificidades do município de São Paulo em substituição àquelas focadas em grupos populacionais específicos.
Resumo:
O texto abordou as desigualdades e a exclusão social em saúde e estabeleceu as suas interrelações e determinações sociais, históricas, culturais e econômicas. Apontou as iniqüidades, como conseqüência das desigualdades na produção e na distribuição das riquezas expressas em serviços e bens materiais. Discutiu as práticas de gestão no campo da saúde, como favorecedoras de eqüidade, indicando a gestão compartilhada, como uma ferramenta que potencializa os valores de cidadania e respeito à diversidade. Abordou a participação e o controle social como práticas que promovem eqüidade nos serviços de saúde. Comentou a experiência da Secretaria Municipal de Políticas Sociais e de Saúde de Belo Horizonte com o trabalho em territórios geopolíticos-sociais com práticas de gestão, assistência e controle social que contribuem para a eqüidade. Concluiu que, além das análises e macrointervenções, é fundamental tomar os espaços micro do trabalho para reflexão e atuação na construção da equidade.